WTO框架下全球經(jīng)濟一體化對中國經(jīng)濟的影響——基于實證的分析

1、WTO 框架下全球經(jīng)濟一體化對中國經(jīng)貿(mào)影響基于實證的分析作者簡介彭大為武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院 世界經(jīng)濟系 研究生作者聯(lián)系方式：聯(lián)系地址： 武漢市珞珈山武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院郵編： 430077聯(lián)系電話：電子郵箱：pdwyjq英文標(biāo)題：An Empirical Analysis On The Influence of Chinese Business On Global Economic Integration Within WTO FrameworkWTO 框架下全球經(jīng)濟一體化對中國經(jīng)貿(mào)影響基于實證的分析內(nèi)容摘要：中國加入WTO后，全球經(jīng)濟的一體化發(fā)展對中國經(jīng)濟貿(mào)易產(chǎn)

2、生了深刻的影響。本文通過協(xié)整分析法和向量自回歸模型等計量經(jīng)濟方法，評估了入世前后我國經(jīng)貿(mào)發(fā)展。研究結(jié)果表明，全球經(jīng)濟一體化加強了我國與國外的金融與貿(mào)易聯(lián)系，利大于弊，而且中國入世后通過融入全球經(jīng)濟體系加快了中國經(jīng)濟的增長。主題詞：WTO； 全球經(jīng)濟一體化；協(xié)整分析；向量自回歸模型一 、引 言 年的金融風(fēng)暴席卷全球，在貿(mào)易、資本、勞務(wù)以及信息跨境流動的紐帶高度發(fā)達的今天，一直認為可以獨善其身的中國也面臨了經(jīng)濟減速，失業(yè)率上升，社會穩(wěn)定壓力加大的情況。日益融入全球經(jīng)濟一體化的中國正面臨著新的機遇和挑戰(zhàn)。在全球貿(mào)易保護主義又見抬頭之際，正確分析WTO 框架下全球經(jīng)濟一體化對中國經(jīng)貿(mào)影響，對樹立科學(xué)發(fā)

3、展觀尤為重要。本文通過對全球經(jīng)濟一體化和入世前后中國經(jīng)貿(mào)發(fā)展的比較分析，為中國宏觀經(jīng)濟又好又快發(fā)展特別是未來中國經(jīng)貿(mào)發(fā)展戰(zhàn)略提供理論依據(jù)。二、 文 獻 綜 述1、進出口與經(jīng)濟增長相關(guān)論沈程翔(1999)根據(jù)1977-1998年中國出口與GDP的統(tǒng)計數(shù)據(jù),利用協(xié)整理論,檢驗了“中國經(jīng)濟增長的出口導(dǎo)向性”學(xué)說,結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國的出口與產(chǎn)業(yè)之間存在雙向的因果關(guān)系,但不存在長期的均衡關(guān)系。李軍、李陽（2001）利用1991年1月-1999年12月的進出口與GDP數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，證明2000年以前中國處在供給約束階段，進口對中國經(jīng)濟增長有促進作用，而出口的作用有限；杜江（2007）使用1978-2005年

4、進口與GDP數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)進口與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系, 進口對經(jīng)濟增長具有促進作用； 李練軍、馮中朝（2007）使用我國中部地區(qū)1980-2005年的GDP和進出口數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，得出對外貿(mào)易在長期中促進中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)論。王靜（2008）利用1978-2006年的數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗和誤差修正檢驗，證明進口沒有發(fā)揮出應(yīng)有的促進經(jīng)濟增長的作用。2、外商直接投資（FDI）與經(jīng)濟增長相關(guān)論關(guān)于FDI與東道國經(jīng)濟增長的關(guān)系理論,由Chenery和Strout(1966)提出的“雙缺口模型”理論是最早的。該理論認為,FDI通過彌補資金缺口促進東道國的經(jīng)濟增長:同時由于存在結(jié)構(gòu)剛性

5、,東道國經(jīng)濟增長會受到國內(nèi)資源不足的制約,因此引進外資有助于彌補儲蓄和外匯缺口，進而推動?xùn)|道國經(jīng)濟增長和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。在國內(nèi)，沈坤榮(1999)利用各省的FDI總量與各省的綜合要素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)FDI對我國經(jīng)濟增長具有顯著的拉動效應(yīng)，包括短期的需求效應(yīng)和長期的供給效應(yīng)；李琴(2004)通過實證分析,得出我國FDI流入與進出口存在長期正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI提升了我國貿(mào)易產(chǎn)品的競爭力，改善了進出口結(jié)構(gòu)，促進了國際貿(mào)易；但杜江、劉用明(2004)卻得出國內(nèi)生產(chǎn)總值對出口影響并不顯著的結(jié)論，前者還認為出口對我國經(jīng)濟增長的導(dǎo)向作用還受到進口因素的限制，非生產(chǎn)性商品的進口對我國經(jīng)濟增長起抑制作用。

6、王劍(2005)認為FDI與出口在長期內(nèi)存在互補關(guān)系，但FDI與進口的長短期關(guān)系卻有所不同，在短期內(nèi)FDI與進口貿(mào)易互補，但長期中卻表現(xiàn)為相互替代。廖才安、辛穎（2005）使用相關(guān)分析和回歸分析對1985-2004年中國的GDP和FDI數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果顯示外商直接投資對于我國經(jīng)濟的高速穩(wěn)定的發(fā)展起了重要的推動作用；鐘小兵、伍楠林、白雙鸝（2007）利用黑龍江1985-2004年的GDP和FDI數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析和協(xié)整檢驗，得出黑龍江省經(jīng)濟增長與外商直接投資之間的相關(guān)性顯著的結(jié)論。三、 實 證 分 析在實證分析中，這里利用國民生產(chǎn)總值的支出法公式和一些其他相關(guān)的變量來選擇我們需要的變量及數(shù)

7、據(jù)。首先選擇變量，對變量進行刪選，然后確定模型，并對模型進行了分析比較。（一）變量的確定及數(shù)據(jù)的選擇1、變量的選擇：國民生產(chǎn)總值的支出法GDP=C+I+G+X-MGDP以國內(nèi)生產(chǎn)總值表征經(jīng)濟增長C 關(guān)于消費的數(shù)據(jù)不易收集，且受通貨膨脹影響較大，暫不考慮在模型以內(nèi)I 由于是研究經(jīng)濟一體化對中國的影響，所以以FDI（外商直接投資）代替G 政府購買的數(shù)據(jù)也不易收集，而且一般作為調(diào)節(jié)國際收支的一種手段，暫不考慮在模型內(nèi)X 出口是模型中很重要的變量，可以考察入世前后我國出口情況的變化M 進口是模型中很重要的變量，可以考察入世前后我國出口情況的變化2、數(shù)據(jù)的選擇及處理：本文選取1985-2007年間我國引

8、進的FDI、進口、出口及GDP的年度數(shù)據(jù)以及2002一季度-2008年二季度的季度數(shù)據(jù)作為樣本,前者樣本容量為23,改革開放初期幾年的數(shù)據(jù)沒有列出,故不納入研究范圍。所有數(shù)據(jù)均取自國家統(tǒng)計局各年中國統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報和聯(lián)合國統(tǒng)計月報Monthly Bul-letin of Statistics。為避免時間序列經(jīng)濟數(shù)據(jù)中的異方差影響,所有變量均取實際值的自然對數(shù)值，即LnGDP、LnX、LnM和LnFDI。數(shù)據(jù)都在附表中列出。各變量的變化趨勢見圖1、圖2. 從圖中可以看出,LNGDP、LNXL、LNIM和LNFDI都有不斷增長的趨勢,并且變動方向較為一致,即四個變量的變化特征非常相似。因此,可以

9、判斷它們之間具有一定的共同趨勢(commontrend),存在著較強的相關(guān)關(guān)系。圖1：1985-2007年中國GDP、X、M和FDI取對數(shù)的變化趨勢圖2：2002一季度-2008年二季度中國季度GDP、X、M和FDI取對數(shù)的變化趨勢（二）實證結(jié)果1.單位根檢驗首先進行單位根檢驗,時間序列的檢驗結(jié)果如表1、表2。從結(jié)果中可以看出各水平變量T統(tǒng)計量的絕對值在1%的顯著性水平下小于所對應(yīng)的臨界值,而一階差分變量的統(tǒng)計量是顯著的,也就是說變量的水平序列存在單位根I(1),是不平穩(wěn)的。由于不平穩(wěn)的時間序列不能直接進行簡單回歸,需要通過協(xié)整檢驗來驗證各變量是否存在協(xié)整關(guān)系,也即變量之間是否存在長期均衡關(guān)系

10、。表1：1985-2007年年度數(shù)據(jù)的ADF單位根檢驗結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量臨界值結(jié)論LnGDP-1.088159-3.7856I(1)LnX-0.898247-3.7856I(1)LnM-0.443706-3.7856I(1)LnFDI-1.567391-3.7856I(1)注：I(1)表示一階單整,即非平穩(wěn)的表2：2002年一季度-2008年二季度數(shù)據(jù)的ADF單位根檢驗結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量臨界值結(jié)論LnGDP-1.508620-3.7343I(1)LnX-1.568185-3.7343I(1)LnM-1.599316-3.7343I(1)LnFDI-1.382630-3.7343I(1)2、

11、協(xié)整檢驗根據(jù)上面的分析,四個水平變量都是非平穩(wěn)的時間序列,如果用傳統(tǒng)的回歸方法對變量進行回歸,并作為推斷變量之間的相互關(guān)系,可能會產(chǎn)生謬誤的結(jié)論。因為,在回歸分析過程中,傳統(tǒng)的顯著性檢驗所確定的變量間的關(guān)系事實上可能根本就不存在。也就是說,我們所進行回歸可能只是一種“偽回歸”。為了克服“偽回歸”,通常的辦法是對隨機游走的變量進行差分使其變換為平穩(wěn)序列。但是這樣做又可能導(dǎo)致變量之間長期關(guān)系的信息損失,近期的研究已經(jīng)證實了這一點。另一種辦法,就是采用所謂的協(xié)整(Co-integration)分析方法。這一方法的基本思想是:如果兩個(或兩個以上)的變量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合卻可能是平穩(wěn)的,

12、在這種情況下,我們稱各變量之間存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整理論,如果兩個(或兩個以上)序列滿足單整階數(shù)相同,且它們之間存在協(xié)整關(guān)系,則所研究的變量之間就存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,從而可以避免“偽回歸”問題。對1985-2007年的年度數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗,得到的結(jié)果如表3。表3：1985-2007年年度數(shù)據(jù)的Johansen-Juselius協(xié)整檢驗結(jié)果原假設(shè)特征值似然比統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值檢驗結(jié)果r=00.90746995.9576847.2154.46無*r10.75974248.3534429.6835.65最多一個*r20.6012619.8326115.412

13、0.04最多二個*r30.0696411.4436853.766.65最多三個*注：（1）協(xié)整關(guān)系的滯后階數(shù)為2階；（2）*表示在在1%水平下拒絕假設(shè)；（3）*表示在5%水平下拒絕假設(shè)。由表3的檢驗結(jié)果可知,在1%的水平下,四變量間存在一個以上的協(xié)整關(guān)系,也就是在99%的概率下,有理由相信中國經(jīng)濟增長(GDP)、進出口（X、M）及外商直接投資(FDI)間存在不止一個長期均衡關(guān)系。而在5%的顯著性水平下更是多達兩個以上的長期均衡關(guān)系。也就是說1985到2007之間進出口及FDI對中國經(jīng)濟增長的影響不能簡單的用一個方程表示出來。即然這樣，我們嘗試將這段時間分為兩個階段再對其進行協(xié)整檢驗，看是否能得

14、到唯一的長期均衡方程。前面已經(jīng)提到，自加入WTO以來，中國加速融入世界經(jīng)濟一體化。從圖3中可以看出，從2002年左右開始，GDP、進出口額開始加速增長，曲線明顯比之前陡峭。雖然在這章圖中看不出FDI的增長情況，這是由于相對于前面三者來說FDI的數(shù)據(jù)要小得多，事實上，F(xiàn)DI在2002年之后也經(jīng)歷了一個高速增長的時期，年均增長9.93%。因為我國是在2001年年底（12月11日）加入WTO的，所以我們2002年作為分界，分別對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。而中國入世才經(jīng)歷6年多，用年度數(shù)據(jù)將無法進行實證檢驗，所以我們采用2002年一季度到2008年二季度的季度數(shù)據(jù)進行分析。下面是兩個檢驗結(jié)果：圖3：1985-

15、2007年中國GDP、X、M及FDI線圖。（1）2002年之前：中國入世以前全球經(jīng)濟一體化對中國經(jīng)貿(mào)發(fā)展的影響表4：19852001年年度數(shù)據(jù)的Johansen-Juselius協(xié)整檢驗結(jié)果原假設(shè)特征值似然比統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值檢驗結(jié)果r=00.90860357.7336947.2154.46無*r10.50943419.4530729.6835.65最多一個r20.3998128.0579315.4120.04最多二個r30.1368912.3554253.766.65最多三個注（1）：滯后階數(shù)為0階；（2）*代表在1%顯著性水平下拒絕假設(shè)。從表4可以看出，在1%水平下，也就是我們可以

16、有99%的把握相信入世前我國進出口、FDI與GDP之間存在一個長均衡關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為：LnGDP=4.43959+0.145664LnX+0.438492LnX+0.148166LnFDI (0.07463) (0.1035) (0.03017)對數(shù)似然比：62.73404從以上長期均衡關(guān)系來看，入世前，我國出口每增長一個百分點，可以促進GDP增長0.15個百分點；同樣的，進口每增長1個百分點可促進GDP增長0.44個百分點；而FDI每增長1個百分點，GDP將增長0.15個百分點。我們可以看到，入世前，進口對經(jīng)濟增長的貢獻大于出口，這主要是因為這一時期我國的經(jīng)濟發(fā)展基本上屬于供給約束型經(jīng)

17、濟，當(dāng)經(jīng)濟外于供給約束條件即社會無資源閑置和供給過剩的情況下,總需求的增加不會引起經(jīng)濟增長,而只會引起價格水平的大幅度上漲,經(jīng)濟增長取決于供給的改善,此時進口國內(nèi)短缺的投資品和消費品可抑制物價上漲,同時,進口資本品會產(chǎn)生類似于支出乘數(shù)的乘數(shù)效應(yīng),擴大國內(nèi)供給,引起經(jīng)濟增長,而在短缺經(jīng)濟條件下,一國出口并不是因為本國供給能力過剩所以尋求國外需求,而是出口創(chuàng)匯以增加進口能力。因此,如果不考慮其他因素變化,進口增加供給,引起經(jīng)濟增長,出口減少供給,對經(jīng)濟增長無大作用。我們還可以看到入世前FDI對經(jīng)濟增長的貢獻低于進出口。讓我們看看入世后的實證結(jié)果。（2）2002年至今：中國入世后全球經(jīng)濟一體化對中國

18、經(jīng)貿(mào)發(fā)展的影響表5：2002年一季度2008年二季度數(shù)據(jù)的Johansen-Juselius協(xié)整檢驗結(jié)果原假設(shè)特征值似然比統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值檢驗結(jié)果r=00.87367372.0528147.2154.46無*r10.48853924.4685229.6835.65最多一個r20.3249329.04739815.4120.04最多二個r30.0004240.0097513.766.65最多三個注（1）：滯后階數(shù)為2階；（2）*代表在1%顯著性水平下拒絕假設(shè)。從表5中可以看到，在1%的水平下，即我們有99%的把握相信入世后進出口、FDI與中國經(jīng)濟增長之間有一長期均衡關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程

19、為：LnGDP=1.005004+0.555274LnX+0.1826391LnM+0.372194LnFDI （0.07704） （0.0903） （0.07488）對數(shù)似然比：149.5203從方程可以看出，入世后，出口對經(jīng)濟增長的貢獻高于進口，這支持了中國融入經(jīng)濟一體化后出現(xiàn)的需求低于供給的狀態(tài)，當(dāng)經(jīng)濟處于這一狀態(tài)，即社會上存在大量閑置資源和過剩的供給能力,而總需求(有效需求)相對不足時,經(jīng)濟的增長取決于總需求的擴大,如果不考慮其他因素變化,只考慮進出口變動,出口增加,即外國對國內(nèi)需求增加,從而總需求擴大,通過外貿(mào)乘數(shù)最終導(dǎo)致經(jīng)濟增長。中國多余的供給在WTO經(jīng)濟一體化的推動下尋求出口，從

20、而成就了中國的出口導(dǎo)向經(jīng)濟。而這一時期的進口不再集中在高技術(shù)機器設(shè)備上，很多消費類產(chǎn)品也開始大量進口，這部分擠占了國內(nèi)廠商的市場，從而對經(jīng)濟增長的貢獻有限。同時，這一時期的FDI對經(jīng)濟增長的貢獻率達到了0.37，高于進口，說明這一時期外資的流入很好的滿足了中國出口導(dǎo)向經(jīng)濟需要的巨大投資（主要是在加工貿(mào)易方面的投資 此研究結(jié)果見 趙麗佳、馮中朝，加工貿(mào)易進口、一般貿(mào)易進口與經(jīng)濟增長的關(guān)系，世界經(jīng)濟研究，2008. 8。），促進經(jīng)濟的快速增長。（3）入世前后的對比下面我們將得到的兩個方程放在一起作一比較：LnGDP=4.43959+0.145664LnX+0.438492LnX+0.148166L

21、nFDI (0.07463) (0.1035) (0.03017)對數(shù)似然比：62.73404LnGDP=1.005004+0.555274LnX+0.1826391LnM+0.372194LnFDI （0.07704） （0.0903） （0.07488）對數(shù)似然比：149.5203這樣，入世前后進出口、FDI對經(jīng)濟增長的貢獻程度就一目了然了：出口對經(jīng)濟增長的貢獻率從入世前的0.15增長到入世后的0.56；進口的貢獻率則從0.44縮減為0.18；值得注意的是，F(xiàn)DI對經(jīng)濟的貢獻率幾乎翻了一倍多，從0.15變成了0.37。FDI和進口這種此消彼長的關(guān)系可能是二者存在一定的替代作用。可以肯定的是

22、，入世前后這四個變量之間的關(guān)系需要用兩個方程分別來概括。證明入世使中國經(jīng)濟增長模式起了顯著變化，隨著中國由總供給不足轉(zhuǎn)入供給過剩，入世帶來的經(jīng)濟一體化使中國增長的供給找到了出路，成就了中國的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟。主 要 結(jié) 論根據(jù)以上實證檢驗與結(jié)果分析,我們可得到如下結(jié)論:1、 我國GDP、進出口及FDI時間序列均為非平穩(wěn)序列 ,它們之間存在長期均衡關(guān)系,各變量都能通過長期均衡關(guān)系相互影響。2、 入世對我國經(jīng)濟的影響是巨大的，不能忽略其影響而用一個方程概括進出口、FDI對中國經(jīng)濟的影響。3、 入世前后不同的協(xié)整檢驗結(jié)果顯示經(jīng)濟一體化改變了中國的經(jīng)濟增長模式，出口和FDI對經(jīng)濟增長的促進用有了明顯提高

23、，而進口的作用相對減少。FDI和進口之間存在某種相互替代關(guān)系，由于不是本文研究重點，此不贅敘。4、 研究顯示，全球經(jīng)濟一體化，特別是中國入世后為中國經(jīng)濟帶來了規(guī)模經(jīng)濟效、競爭效應(yīng)，起到了刺激投資；吸引外資；提高要素流動性；促進技術(shù)進步等作用?？傊袊鵀閿U大開放采取了一系列措施，包括進一步降低關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘；推進貿(mào)易與投資自由化和便利化；擴大服務(wù)貿(mào)易開放；增強貿(mào)易透明度；保護知識產(chǎn)權(quán)；深化匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性；積極參加以為代表的多邊貿(mào)易體制，同時將區(qū)域和雙邊貿(mào)易安排作為多邊體制的重要補充。加入以來，中國經(jīng)濟一直保持著平穩(wěn)快速增長，國有企業(yè)、金融、財稅和行政管理體制等改革邁出重

24、大步伐，中國的市場經(jīng)濟體制更加完善，開放型經(jīng)濟進入新階段。目前，中國貿(mào)易額已排名世界第三位。 五、 對 策 建 議通過以上的研究發(fā)現(xiàn)，雖然我國在入世后經(jīng)貿(mào)得以迅猛發(fā)展，但是也可以看到我國的未來經(jīng)貿(mào)政策也面臨著新的問題和挑戰(zhàn)，為了保持我國經(jīng)濟的又好又快的發(fā)展，必須貫徹科學(xué)發(fā)展觀，建議采取如下的發(fā)展對策：1. 利用世貿(mào)組織實施和管理的多邊協(xié)議與協(xié)定中允許的保護措施，大力保護本國產(chǎn)業(yè)。利用各種途徑減少和緩解國際貿(mào)易摩擦，為企業(yè)爭取寬松的環(huán)境。2. 建立能夠增強企業(yè)國際競爭力的出口生產(chǎn)支持體系。當(dāng)今，世界多數(shù)國家都在不同程度地使用生產(chǎn)支持手段支持出口產(chǎn)品的生產(chǎn)。政府向有關(guān)對外經(jīng)濟貿(mào)易活動提供政策性金融支持，對出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和企業(yè)國際競爭力的增強有非常重要的作用。出口金融支持體系主要包括中長期的研究與開發(fā)貸款、出口融資和信貸擔(dān)保。3. 我國鼓勵外貿(mào)發(fā)展的補貼政策進一步完善，同國際規(guī)范接軌。根據(jù)世界貿(mào)易組織的規(guī)定，嚴格禁止對出口進行補貼。所以今后我國作為鼓勵出口的補貼政策必須改變?yōu)橛脜R率、利率和稅率等經(jīng)濟杠桿來調(diào)節(jié)。今后我國政府的補貼應(yīng)向初級生產(chǎn)要素，研發(fā)和高新技術(shù)開發(fā)的投入。4. 根據(jù)國內(nèi)市場需求和我國日益增長